Statistique Descriptive Multidimensionnelle. (pour les nuls)

Publications de l Institut de Mathématiques de Toulouse Statistique Descriptive Multidimensionnelle (pour les nuls) (version de mai 2010) Alain Baccini Institut de Mathématiques de Toulouse UMR CNRS 5219 Université Paul Sabatier 31062 Toulouse cedex 9

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Table des matières 1 Analyse en Composantes Principales 5 11 La statistique descriptive multidimensionnelle 5 12 Exemple illustratif pour l ACP 6 121 Présentation 6 122 Résultats préliminaires 7 123 Résultats généraux 7 124 Résultats sur les variables 8 125 Résultats sur les individus 9 13 Présentation générale de la méthode 11 131 Les principes 11 132 Les résultats 13 2 Analyse Factorielle des Correspondances 15 21 Principe général de l AFC 15 211 Les données 15 212 Le problème 16 213 La méthode 16 22 Exemple illustratif 17 221 Les données 17 222 L AFC des données de l exemple 1 avec le logiciel SAS 17 223 Interprétation des résultats 24 3 Analyse des Correspondances Multiple 27 31 Rappels sur le tableau de Burt 27 311 Les données considérées 27 312 Définition du tableau de Burt 28 313 Illustration 28 32 Principes de l ACM 28 321 Le problème 28 322 La méthode 28 33 Un exemple illustratif 29 331 Les données 29 332 L ACM des données 29 333 Interprétation 32 3

4 TABLE DES MATIÈRES Avant-propos Ce document est consacré aux trois méthodes les plus courantes de la statitique descriptive multidimensionnelle : l Analyse en Composantes Principales (chapitre 1), l Analyse Factorielle des Correspondances (chapitre 2) et l Analyse des Correspondances Multiples (chapitre 3) Il a été conçu pour des personnes souhaitant avoir quelques connaissances sur ces méthodes sans avoir la moindre culture scientifique (d où son sous-titre) Les connaissances exposées ici sont donc, nécessairement, superficielles mais, nous l espérons, suffisantes pour comprendre les grandes lignes de ces techniques La statistique multidimensionnelle (et principalement l Analyse des Correspondances Multiples) est aujourd hui couramment utilisée pour analyser des résultats d enquêtes, y compris par des personnes n ayant pas de formation mathématique ou statistique Ce document leur est donc particulièrement destiné et fait suite au document intitulé Statistique Descriptive Élémentaire, disponible sur le même site et désigné sous l appellation cours SDE par la suite D autre part, un autre cours sur la statistique multidimensionnelle, plus complet et destiné à des étudiants des filières universitaires de mathématiques appliquées, est également disponible sur ce site sous le titre Exploration Statistique

Chapitre 1 Analyse en Composantes Principales Ce chapitre est consacré à l Analyse en Composantes Principales (ou ACP), méthode fondamentale en statistique descriptive multidimensionnelle Cette méthode permet de traiter simultanément un nombre quelconque de variables, toutes quantitatives Dans un premier paragraphe, nous donnerons tout d abord quelques indications sur ce que sont les méthodes de la statistique descriptive multidimensionnelle Ensuite, nous présenterons en détail un exemple très simple (un exemple d école, artificiel), pour bien comprendre comment fonctionne une ACP, à quoi ça sert, comment on l interprète Enfin, dans un dernier paragraphe, nous donnerons quelques indications générales sur cette méthode 11 La statistique descriptive multidimensionnelle On désigne par statistique descriptive multidimensionnelle l ensemble des méthodes de la statistique descriptive (ou exploratoire) permettant de traiter simultanément un nombre quelconque de variables (il s agit d aller au-delà de l étude d une seule ou de deux variables) Ces méthodes sont purement descriptives, c est-à-dire qu elles ne supposent, a priori, aucun modèle sous-jacent, de type probabiliste (Ainsi, lorsqu on considère un ensemble de variables quantitatives sur lesquelles on souhaite réaliser une ACP, il n est pas nécessaire de supposer que ces variables sont distribuées selon des lois normales) Dans chaque méthode que nous allons développer, les variables considérées seront de même nature : toutes quantitatives (Analyse en Composantes Principales) ou toutes qualitatives (Analyses des Correspondances) Les méthodes les plus classiques de la statistique descriptive multidimensionnelle sont les méthodes factorielles Elles consistent à rechercher des facteurs (cette notion sera précisée ultérieurement) en nombre restreint et résumant le mieux possible les données considérées Elles aboutissent à des représentations graphiques des données (des individus comme des variables) par rapport à ces facteurs, représentés comme des axes Ces représentations graphiques sont du type nuage de points (ou diagramme de dispersion) Nous allons développer 3 méthodes, chacune correspondant à un chapitre : l Analyse en Composantes Principales (ACP), dans ce chapitre 1, l Analyse Factorielle des Correspondances (AFC), dans le chapitre 2 et l Analyse des Correspondances Multiples (ACM), dans le chapitre 3 Nous laisserons de côté l Analyse Factorielle Discriminante et l Analyse Canonique (méthodes factorielles plus particulières), ainsi que les méthodes non factorielles (principalement la classification) La logique des trois chapitres consacrés à la statistique descriptive multidimensionnelle est la suivante : l objectif, pour les étudiants, est de maîtriser, au moins partiellement, l Analyse des Correspondances Multiples, méthode souvent utilisée dans les dépouillements d enquêtes, lorsqu on souhaite aller au-delà des simples tris à plat (analyses unidimensionnelles) ou tris croisés (analyses bidimensionnelles) On commence donc par introduire l ACP, méthode centrale, indispensable pour bien comprendre le fonctionnement de toute technique factorielle On développe 5

6 CHAPITRE 1 ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES ensuite l AFC, cas particulier de l ACM lorsqu on ne considère que deux variables qualitatives On généralise enfin à l ACM 12 Exemple illustratif pour l ACP Lorsqu on étudie simultanément un nombre important de variables quantitatives (ne serait-ce que 4!), comment en faire un graphique global? La difficulté vient de ce que les individus étudiés ne sont plus représentés dans un plan, espace de dimension 2, mais dans un espace de dimension plus importante (par exemple 4) L objectif de l Analyse en Composantes Principales est de revenir à un espace de dimension réduite (par exemple 2) en déformant le moins possible la réalité Il s agit donc d obtenir le résumé le plus pertinent possible des données initiales C est la matrice des variances-covariances (ou celle des corrélations) qui va permettre de réaliser ce résumé pertinent, parce qu on analyse essentiellement la dispersion des données considérées De cette matrice, on va extraire, par un procédé mathématique approprié, les facteurs que l on recherche, en petit nombre Ils vont permettre de réaliser les graphiques désirés dans cet espace de petite dimension (le nombre de facteurs retenus), en déformant le moins possible la configuration globale des individus telle qu elle est définie par l ensemble des variables initiales (ainsi remplacées par les facteurs) C est l interprétation de ces graphiques qui permettra de comprendre la structure des données analysées Cette interprétation sera guidée par un certain nombre d indicateurs numériques, appelés aides à l interprétation, qui sont là pour aider l utilisateur à faire l interprétation la plus juste et la plus objective possible Sur le plan théorique, l Analyse en Composantes Principales est une méthode relativement complexe, dans la mesure où elle fait appel à des notions mathématiques non élémentaires : celles de matrices, d éléments propres Fort heureusement, il n est pas nécessaire de connaître ces notions pour comprendre le mécanisme d une ACP et donc pour l utiliser correctement Pour faciliter la tâche du lecteur, nous avons choisi de présenter l ACP à travers son déroulement sur un exemple fictif, très simple, et qui parlera à tout le monde : les notes obtenues par des élèves dans diverses disciplines 121 Présentation Considérons les notes (de 0 à 20) obtenues par 9 élèves dans 4 disciplines (mathématiques, physique, français, anglais) : MATH PHYS FRAN ANGL jean 600 600 500 550 alan 800 800 800 800 anni 600 700 1100 950 moni 1450 1450 1550 1500 didi 1400 1400 1200 1250 andr 1100 1000 550 700 pier 550 700 1400 1150 brig 1300 1250 850 950 evel 900 950 1250 1200 On sait comment analyser séparément chacune de ces 4 variables, soit en faisant un graphique, soit en calculant des résumés numériques Nous savons également qu on peut regarder les liaisons entre 2 variables (par exemple mathématiques et français), soit en faisant un graphique du type nuage de points, soit en calculant leur coefficient de corrélation linéaire, voire en réalisant la régression de l une sur l autre (pour tout cela, se reporter au cours SDE) Mais, comment faire une étude simultanée des 4 variables, ne serait-ce qu en réalisant un graphique? La difficulté vient de ce que les individus (les élèves) ne sont plus représentés dans un

12 EXEMPLE ILLUSTRATIF POUR L ACP 7 plan, espace de dimension 2, mais dans un espace de dimension 4 (chaque élève étant caractérisé par les 4 notes qu il a obtenues) L objectif de l Analyse en Composantes Principales est de revenir à un espace de dimension réduite (par exemple, ici, 2) en déformant le moins possible la réalité Il s agit donc d obtenir le résumé le plus pertinent des données initiales Par analogie, on peut penser au photographe qui cherche le meilleur angle de vue pour transcrire en dimension 2 (le plan de sa photo) une scène située en dimension 3 (notre espace ambiant) La méthode mathématique va se charger de trouver l angle de vue optimal, se substituant ainsi au coup d œil du photographe Nous présentons ci-dessous quelques résultats de l ACP réalisée, avec le logiciel SAS, sur ces données Cela va permettre de se rendre compte des possibilités de la méthode On notera que l on s est limité à 2 décimales dans les résultats, bien que les logiciels en fournissent, en général, beaucoup plus (mais elles sont rarement utiles) 122 Résultats préliminaires Le logiciel fournit tout d abord la moyenne (mean), l écart-type (standard deviation), le minimum et le maximum de chaque variable Il s agit donc, pour l instant, d études univariées Statistiques élémentaires Variable Moyenne Ecart-type Minimum Maximum MATH 967 337 550 1450 PHYS 983 299 600 1450 FRAN 1022 347 500 1550 ANGL 1006 281 550 1500 Notons au passage la grande homogénéité des 4 variables considérées : même ordre de grandeur pour les moyennes, les écarts-types, les minima et les maxima Le tableau suivant est la matrice des corrélations Elle donne les coefficients de corrélation linéaire des variables prises deux à deux C est une succession d analyses bivariées, constituant un premier pas vers l analyse multivariée Coefficients de corrélation MATH PHYS FRAN ANGL MATH 100 098 023 051 PHYS 098 100 040 065 FRAN 023 040 100 095 ANGL 051 065 095 100 Remarquons que toutes les corrélations linéaires sont positives (ce qui signifie que toutes les variables varient, en moyenne, dans le même sens), certaines étant très fortes (098 et 095), d autres moyennes (065 et 051), d autres enfin plutôt faibles (040 et 023) 123 Résultats généraux Continuons l examen des sorties de cette analyse par l étude de la matrice des variancescovariances, matrice de même nature que celle des corrélations, bien que moins parlante (nous verrons néanmoins plus loin comment elle est utilisée concrètement) La diagonale de cette matrice fournit les variances des 4 variables considérées (on notera qu au niveau des calculs, il est plus commode de manipuler la variance que l écart-type ; pour cette raison, dans de nombreuses méthodes statistiques, comme l ACP, on utilise la variance pour prendre en compte la dispersion d une variable quantitative) Matrice des variances-covariances

8 CHAPITRE 1 ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES MATH PHYS FRAN ANGL MATH 1139 992 266 482 PHYS 992 894 412 548 FRAN 266 412 1206 929 ANGL 482 548 929 791 Les valeurs propres (éléments mathématiques dont la signification peut être laissée de côté pour l instant) données ci-dessous sont celles de la matrice des variances-covariances Valeurs propres ; variances expliquées FACTEUR VAL PR PCT VAR PCT CUM 1 2823 070 070 2 1203 030 100 3 003 000 100 4 001 000 100 ----- ---- 4030 100 Interprétation Chaque ligne du tableau ci-dessus correspond à une variable virtuelle (voilà les facteurs!) dont la colonne val pr (valeur propre) fournit la variance (en fait, chaque valeur propre représente la variance du facteur correspondant) La colonne pct var, ou pourcentage de variance, correspond au pourcentage de variance de chaque ligne par rapport au total La colonne pct cum, ou pourcentage cumulé, représente le cumul de ces pourcentages Additionnons maintenant les variances des 4 variables initiales (diagonale de la matrice des variances-covariances) : 1139 + 894 + 1206 + 791 = 4030 La dispersion totale des individus considérés, en dimension 4, est ainsi égale à 4030 Additionnons par ailleurs les 4 valeurs propres obtenues : 2823 + 1203 + 003+001 = 4030 Le nuage de points en dimension 4 est toujours le même et sa dispersion globale n a pas changé C est la répartition de cette dispersion, selon les nouvelles variables que sont les facteurs, ou composantes principales, qui se trouve modifiée : les 2 premiers facteurs restituent à eux seuls la quasi-totalité de la dispersion du nuage, ce qui permet de négliger les 2 autres Par conséquent, les graphiques en dimension 2 présentés ci-dessous résument presque parfaitement la configuration réelle des données qui se trouvent en dimension 4 : l objectif (résumé pertinent des données en petite dimension) est donc atteint 124 Résultats sur les variables Le résultat fondamental concernant les variables est le tableau des corrélations variablesfacteurs Il s agit des coefficients de corrélation linéaire entre les variables initiales et les facteurs Ce sont ces corrélations qui vont permettre de donner un sens aux facteurs (de les interpréter) Corrélations variables-facteurs FACTEURS --> F1 F2 F3 F4 MATH 081-058 001-002 PHYS 090-043 -003 002 FRAN 075 066-002 -001 ANGL 091 040 005 001 Les deux premières colonnes de ce tableau permettent, tout d abord, de réaliser le graphique des variables donné par la Fig 11 Mais, ces deux colonnes permettent également de donner une signification aux facteurs (donc aux axes des graphiques)

12 EXEMPLE ILLUSTRATIF POUR L ACP 9 1 0 A x e 2 0 5 0 0-0 5-1 0-1 0-0 5 0 0 0 5 1 0 A x e 1 Fig 11 Représentation des variables On notera que les deux dernières colonnes ne seront pas utilisées puisqu on ne retient que deux dimensions pour interpréter l analyse Interprétation Ainsi, on voit que le premier facteur est correlé positivement, et assez fortement, avec chacune des 4 variables initiales : plus un élève obtient de bonnes notes dans chacune des 4 disciplines, plus il a un score élevé sur l axe 1 ; réciproquement, plus ses notes sont mauvaises, plus son score est négatif ; l axe 1 représente donc, en quelques sortes, le résultat global (dans l ensemble des 4 disciplines considérées) des élèves En ce qui concerne l axe 2, il oppose, d une part, le français et l anglais (corrélations positives), d autre part, les mathématiques et la physique (corrélations négatives) Il s agit donc d un axe d opposition entre disciplines littéraires et disciplines scientifiques, surtout marqué par l opposition entre le français et les mathématiques Cette interprétation, qui est déjà assez claire, peut être précisée avec graphiques et tableaux relatifs aux individus Nous les présentons maintenant 125 Résultats sur les individus Le tableau donné ci-dessous contient tous les résultats importants de l ACP sur les individus Coordonnées des individus ; contributions ; cosinus carrés POIDS FACT1 FACT2 CONTG CONT1 CONT2 COSCA1 COSCA2 jean 011-861 -141 2099 2919 183 097 003 alan 011-388 -050 422 592 023 098 002 anni 011-321 347 617 406 1111 046 054 moni 011 985 060 2686 3819 033 100 000 didi 011 641-205 1248 1615 387 091 009 andr 011-303 -492 922 362 2237 028 072 pier 011-103 638 1151 041 3756 003 097 brig 011 195-420 593 150 1629 018 082 evel 011 155 263 263 095 641 025 073 On notera que chaque individu représente 1 élément sur 9, d où un poids (une pondération) de 1/9 = 011, ce qui est fourni par la première colonne du tableau Les 2 colonnes suivantes fournissent les coordonnées des individus (les élèves) sur les deux premiers axes (les facteurs) et ont donc permis de réaliser le graphique des individus Ce dernier (Fig 12) permet de préciser la signification des axes, donc des facteurs

10 CHAPITRE 1 ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES A x e 2 7 6 5 4 3 2 1 0-1 - 2-3 - 4-5 - 1 0-8 - 6-4 - 2 0 2 4 6 8 1 0 A x e 1 Fig 12 Représentation des individus La signification et l utilisation des dernières colonnes du tableau seront explicitées un peu plus loin Interprétation On confirme ainsi que l axe 1 représente le résultat d ensemble des élèves : si on prend leur score ou coordonnée sur l axe 1, on obtient le même classement que si on prend leur moyenne générale Par ailleurs, l élève le plus haut sur le graphique, celui qui a la coordonnée la plus élevée sur l axe 2, est Pierre dont les résultats sont les plus contrastés en faveur des disciplines littéraires (14 et 115 contre 7 et 55) C est exactement le contraire pour André qui obtient la moyenne dans les disciplines scientifiques (11 et 10) mais des résultats très faibles dans les disciplines littéraires (7 et 55) On notera que Monique et Alain ont un score voisin de 0 sur l axe 2 car ils ont des résultats très homogènes dans les 4 disciplines (mais à des niveaux très distincts, ce qu a déjà révélé l axe 1) L axe 2 oppose bien les littéraires (en haut) aux scientifiques (en bas) Les 3 colonnes suivantes du tableau fournissent des contributions des individus à diverses dispersions : cont1 et cont2 donnent les contributions (en pourcentages) des individus à la variance selon les axes 1 et 2 (rappelons que l on utilise ici la variance pour mesurer la dispersion) ; contg donne les contributions générales, c est-à-dire à la dispersion en dimension 4 (il s agit de ce que l on appelle l inertie du nuage des élèves ; la notion d inertie généralise celle de variance en dimension quelconque, la variance étant toujours relative à une seule variable) Ces contributions sont fournies en pourcentages (chaque colonne somme à 100) et permettent de repérer les individus les plus importants au niveau de chaque axe (ou du nuage en dimension 4) Elles servent en général à affiner l interprétation des résultats de l analyse Ainsi, par exemple, la variance de l axe 1 vaut 2823 (première valeur propre) On peut la retrouver en utilisant la formule de définition de la variance : V ar(c 1 ) = 1 9 9 (c 1 i ) 2 (il faut noter que, dans une ACP, les variables étant centrées, il en va de même pour les facteurs ; ainsi, la moyenne de C 1 est nulle et n apparaît pas dans la formule de la variance) La coordonnée de Jean (le premier individu du fichier) sur l axe 1 vaut c 1 1 = 861 ; sa contribution est donc : i=1 1 9 ( 861)2 100 = 2919 % 2823 À lui seul, cet individu représente près de 30 % de la variance : il est prépondérant (au même titre que Monique) dans la définition de l axe 1 ; cela provient du fait qu il a le résultat le plus faible, Monique ayant, à l opposé, le résultat le meilleur Enfin, les 2 dernières colonnes du tableau sont des cosinus carrés qui fournissent la qualité de la représentation de chaque individu sur chaque axe Ces quantités s additionnent axe par axe, de

13 PRÉSENTATION GÉNÉRALE DE LA MÉTHODE 11 sorte que, en dimension 2, Évelyne est représentée à 98 % (025 + 073), tandis que les 8 autres individus le sont à 100 % Précisons un peu cette notion Lorsqu on considère les données initiales, chaque individu (chaque élève) est représenté par un vecteur dans un espace de dimension 4 (les éléments ou coordonnées de ce vecteur sont les notes obtenues dans les 4 disciplines) Lorsqu on résume les données en dimension 2, et donc qu on les représente dans un plan, chaque individu est alors représenté par la projection du vecteur initial sur le plan en question Le cosinus carré relativement aux deux premières dimensions (par exemple, pour Évelyne, 098 ou 98 %) est celui de l angle formé par le vecteur initial et sa projection dans le plan Plus le vecteur initial est proche du plan, plus l angle en question est petit et plus le cosinus, et son carré, sont proches de 1 (ou de 100 %) : la représentation est alors très bonne Au contraire, plus le vecteur initial est loin du plan, plus l angle en question est grand (proche de 90 degrés) et plus le cosinus, et son carré, sont proches de 0 (ou de 0 %) : la représentation est alors très mauvaise On utilise les carrés des cosinus parce qu ils s additionnent suivant les différentes dimensions, contrairement à leurs racines 13 Présentation générale de la méthode Dans ce paragraphe, on expose de façon plus générale ce qu est l Analyse en Composantes Principales Nous sommes donc amenés à faire quelques développements techniques rendant ce paragraphe plus délicat à suivre que le précédent Une parfaite assimilation de son contenu n est pas indispensable pour le lecteur, surtout s il n est que peu familiarisé avec les aspects mathématiques abordés dans le point 131 Toutefois, une bonne compréhension des idées directrices de la méthode nous semble nécessaire Le principe général de l ACP est de réduire la dimension des données initiales (qui est p si l on considère p variables quantitatives), en remplaçant les p variables initiales par q facteurs appropriés (q < p) Les données, toujours centrées, doivent en plus être réduites lorsque les variables sont hétérogènes Les q facteurs cherchés sont des moyennes pondérées des variables initiales Leur choix se fait en maximisant la dispersion des individus selon ces facteurs (autrement dit, les facteurs retenus doivent être de variance maximum) Des techniques mathématiques appropiées permettent de réaliser tout cela de façon automatique et optimale Lorqu on a obtenu les résultats d une ACP, il faut être capable de les interpréter Pour cela, on dispose de graphiques, à la fois pour les variables et pour les individus, ainsi que d indicateurs numériques, appelés aides à l interprétation Ces indicateurs permettent, en association avec les graphiques, de comprendre les éléments clés de la structure des données initiales, et donc d en faire une interprétation correcte Le premier point ci-desous est consacré aux aspects techniques, mathématiques, de l ACP Autrement dit, on essaye d y expliquer ce que contient la boîte noire qu est cette méthode Le second point décrit les résultats obtenus, autrement dit les sorties de la boîte noire, et les lignes directrices que l on doit suivre pour les interpréter correctement 131 Les principes Les données à analyser On considère p variables quantitatives, notées X 1,, X j,, X p, observées sur n individus, notés 1,, i,, n L observation de la variable X j sur l individu i, X j (i), sera plus simplement notée x j i Les données se présentent ainsi sous la forme d un tableau du type suivant :

12 CHAPITRE 1 ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES X 1 X j X p 1 x 1 1 x j 1 x p 1 i x 1 i x j i x p i n x 1 n x j n x p n Noter que le nombre p de variables d une ACP vaut au moins 2 ; le plus souvent, p est de l ordre de 10 (ou de quelques dizaines) De son côté, le nombre n d individus est au moins égal à p ; le plus souvent, il vaut plusieurs dizaines (voire plusieurs centaines) Le problème à traiter On cherche à extraire l information pertinente contenue dans le tableau des données Pour cela, on va le résumer en extrayant l essentiel de sa structure en vue de faire des représentations graphiques à la fois fidèles aux données initiales et commodes à interpréter Ces représentations devront se faire en dimension réduite : le nuage initial, situé dans un espace de dimension p (puisqu on dispose, au départ, de p variables quantitatives), sera résumé (réduit, projeté) en dimension q (grâce à l obtention de q facteurs : voir la définition de ce terme plus bas) Le nombre q de facteurs retenus sera compris entre 1 et p ; le plus souvent, il vaudra 2 ou 3 Le critère utilisé Les q facteurs que l on va définir, pour résumer l information contenue dans le tableau initial, doivent maximiser la dispersion du nuage des observations Rappelons que la dispersion d une variable quantitative se mesure, en général, par sa variance (ou par son écart-type, racine carrée positive de la variance) Plus généralement, lorsqu on dispose d un nuage d observations en plusieurs dimensions, on parle d inertie (somme des variances des variables considérées) Le principe de l ACP consiste donc à rechercher, pour une dimension q restreinte (2 ou 3), les q facteurs maximisant l inertie du nuage lorsqu on le projette (le résume) dans le sous-espace de dimension q engendré par ces facteurs : en passant de la dimension initiale p à la dimension réduite q, on perd, obligatoirement, de la dispersion, de l inertie L idée est d en perdre le moins possible en choisissant convenablement les facteurs La méthode On cherche des combinaisons linéaires des variables initiales, appelées facteurs, ou encore composantes principales, s écrivant sous la forme suivante (penser à la moyenne pondérée des notes d un groupe d élèves à l issue du bac ; c est la même chose, en plus général) : telles que : C 1 = a 1 1X 1 + a 2 1X 2 + + a p 1 Xp C 2 = a 1 2X 1 + a 2 2X 2 + + a p 2 Xp C 1 doit contenir un maximum d information, c est-à-dire disperser le plus possible les individus L idée est la suivante : si on dispose d un nuage de points dans le plan (autrement dit, en dimension p = 2) et qu on souhaite le projeter sur une droite (donc en dimension q = 1), la droite la plus fidèle à la configuration initiale est celle qui rend maximum la dispersion la variance du nuage après sa projection (essayer de faire un dessin) Le critère choisi est, de façon naturelle, var(c 1 ) maximum Pour des raisons techniques, on doit rajouter la contrainte p j=1 (aj 1 )2 = 1 On fait la même chose pour C 2, en imposant, en plus, que C 1 et C 2 soient non correlées (pour que l information apportée par C 2 soit complètement nouvelle par rapport à l information contenue dans C 1 )

13 PRÉSENTATION GÉNÉRALE DE LA MÉTHODE 13 Et ainsi de suite On pourra ainsi se contenter d un petit nombre de facteurs (2 ou 3) pour réaliser des graphiques faciles à lire et à interpréter Centrage ou réduction des données? Tout d abord, il faut noter que le centrage des variables d un tableau soumis à une ACP (on retranche à chaque observation la moyenne de la variable correspondante) ne modifie en rien les résultats de l ACP En effet, on utilise comme critère la maximisation de la dispersion (de l inertie) et la dispersion d une variable n est pas modifiée par son centrage Comme il est plus commode de travailler avec des données centrées (les expressions manipulées sont plus simples à écrire), les ACP sont systématiquement réalisées après centrage de chaque variable Dans la pratique, on peut ainsi faire soit une ACP centrée (les variables X j considérées sont seulement centrées), soit une ACP réduite (les variables sont centrées et réduites : on divise chaque donnée centrée par l écart-type de la variable correspondante) On recommande l ACP seulement centrée lorsque les variables sont homogènes : même signification, même unité de mesure, même ordre de grandeur C est le cas de l exemple traité au paragraphe précédent Au contraire, on recommande l ACP réduite lorsque les variables sont hétérogènes, c est-à-dire dans les autres cas Les outils mathématiques (pour lecteur averti!) Il s agit des outils de l algèbre linéaire, essentiellement les notions de vecteurs propres et de valeurs propres Notons S la matrice p p des variances-covariances des variables X j et R la matrice p p de leurs corrélations linéaires Dans une ACP seulement centrée, C 1 est le vecteur propre normé de S associé à la plus grande valeur propre (SC 1 = λ 1 C 1 et C 1 = 1), C 2 est le vecteur propre normé de S associé à la seconde plus grande valeur propre, et ainsi de suite De plus, les différents vecteurs C k sont orthogonaux (à la non corrélation des variables centrées correspond l orthogonalité des vecteurs qui les représentent) Dans une ACP réduite, les C k sont les vecteurs propres orthonormés de la matrice R Commentaires On notera que les différents calculs permettant d obtenir les résultats d une ACP (définition des facteurs, calcul de leur variance les valeurs propres, détermination des corrélations variablesfacteurs, des coordonnées des individus) ne sont en général pas réalisables à la main (pas plus qu avec une calculette d ailleurs) Seul l usage d un ordinateur et d un logiciel spécialisé, utilisant un algorithme approprié, peut permettre d obtenir ces résultats 132 Les résultats Résultats généraux Avant d analyser les résultats proprement dits d une ACP, il est bon d en regarder les résultats préliminaires Tout d abord, pour chaque variable considérée, son minimum, son maximum, sa moyenne et son écart-type Cela permet d avoir une première connaissance des données étudiées et, le cas échéant, de décider si l ACP doit être réduite on non Il est également intéressant d étudier la matrice des corrélations entre variables initiales, dans la mesure où elle permet d avoir une première idée de la structure de corrélation entre ces variables Ensuite, le premier tableau de résultats à regarder est le tableau des pourcentages d inertie correspondants aux différentes valeurs propres, contenant aussi les pourcentages cumulés associés : ce tableau va permettre de choisir la dimension q retenue pour interpréter l ACP Résultats sur les variables La technique de l ACP permet de calculer les corrélations variables-facteurs, autrement dit les coefficients de corrélation linéaire entre chaque variable initiale et chaque facteur retenu

14 CHAPITRE 1 ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES Dans un premier temps, ces quantités permettent un début d interprétation des facteurs, dans la mesure où elles indiquent comment ils sont liés aux variables initiales À ce stade, il est recommandé d utiliser aussi la matrice des corrélations entre variables initiales, pour compléter cette interprétation Dans un second temps, les corrélations variables-facteurs permettent de réaliser les graphiques des variables dont l étude détaillée conduit à préciser la signification des axes, c est-à-dire des facteurs On doit considérer uniquement le graphique selon les axes 1 et 2 si l on a choisi q = 2 ; on doit au contraire considérer les 3 graphiques selon les axes 1 et 2, 1 et 3, 2 et 3, si l on a choisi q = 3 Résultats sur les individus Là encore, la technique de l ACP permet de calculer les coordonnées des individus sur les axes, leurs contributions à la dispersion selon chacun de ces axes (ainsi que leurs contributions à la dispersion globale, selon les p dimensions) et les cosinus carrés Les coordonnées permettent de réaliser les graphiques des individus (1 ou 3 graphiques, selon que l on a choisi q = 2 ou q = 3) Concernant ces graphiques, il faut tout d abord noter que leurs axes s interprètent de la même manière que les axes des graphiques des variables : les uns comme les autres sont associés aux facteurs En associant à ces graphiques les contributions des individus aux axes, on peut affiner l interprétation de ces axes : chacun d entre eux est surtout déterminé par les quelques individus présentant les plus fortes contributions ; ce sont en général ceux situés en position extrême sur l axe, c est-à-dire y ayant les plus fortes coordonnées, soit positives soit négatives Bien sûr, avant d utiliser un tel individu pour affiner l interprétation d un axe, il faut s assurer que cet individu est bien représenté sur cet axe, autrement dit que le cosinus carré correspondant est grand (proche de 1)

Chapitre 2 Analyse Factorielle des Correspondances L Analyse Factorielle des Correspondances (AFC) est une méthode factorielle de Statistique Descriptive Multidimensionnelle (voir la première section du chapitre 1) Son objectif est d analyser la liaison existant entre deux variables qualitatives (si on dispose de plus de deux variables qualitatives, on aura recours à l Analyse des Correspondances Multiples, méthode exposée dans le chapitre 3) Ainsi, avant de mettre en œuvre une AFC, il faut s assurer que cette liaison existe bien Pour cela, il existe des graphiques (diagrammes en barres de profils) et des caractéristiques numériques (indice khi-deux et ses dérivés) permettant de mettre en évidence une telle liaison lorsqu elle existe (voir le cours de statistique descriptive élémentaire, ici noté SDE) On notera qu on dispose aussi d un test statistique, le test du khi-deux d indépendance, basé sur l indice khi-deux, permettant de tester s il existe ou non une liaison significative entre deux variables qualitatives Ce test est très simple à mettre en œuvre mais ne relève pas de la statistique descriptive L AFC est, en fait, une Analyse en Composantes Principales (ACP ; voir le chapitre 1) particulière, réalisée sur les profils associés à la table de contingence croisant les deux variables considérées Plus précisemment, l AFC consiste à réaliser une ACP sur les profils-lignes et une autre sur les profils-colonnes Les résultats graphiques de ces deux analyses sont ensuite superposés pour produire un graphique (éventuellement plusieurs) de type nuage de points, dans lequel sont réunies les modalités des deux variables considérées, ce qui permet d étudier les correspondances entre ces modalités, autrement dit la liaison entre les deux variables 21 Principe général de l AFC L AFC étant une ACP particulière, nous ne donnons pas trop de détails techniques sur cette méthode On en donne juste les grandes lignes dans ce paragraphe Ensuite, dans le paragraphe 2, on illustre en détails la méthode sur un exemple 211 Les données On considère deux variables qualitatives : X à r modalités notées x 1,, x l,, x r ; Y à c modalités notées y 1,, y h,, y c ; on les observe simultanément sur n individus (ayant ici obligatoirement tous le même poids 1 ) On sait que ces données peuvent être présentées sous la forme n d une table de contingence, ou tableau à double entrée : 15

16 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES y 1 y h y c sommes x 1 n 11 n 1h n 1c n 1+ x l n l1 n lh n lc n l+ x r n r1 n rh n rc n r+ sommes n +1 n +h n +c n Des précisions sur une telle table de contingence se trouvent dans le chapitre 3 du cours SDE En particulier, on y trouve les définitions des effectifs conjoints (les n lh ) et des effectifs marginaux (les n l+ et les n +h ) 212 Le problème On suppose qu il existe une liaison entre X et Y, et on cherche à décrire, à expliciter, cette liaison Pour cela, on se base sur l étude des profils-lignes et des profils-colonnes Rappelons la définition du l ième profil-ligne { n l1 n l+,, n lh n l+,, n lc n l+ }, et celle du h ième profil-colonne { n 1h n +h,, n lh n +h,, n rh n +h } Rappelons encore que la liaison entre les deux variables est d autant plus grande que les profils (lignes ou colonnes) sont différents C est donc par l étude des ressemblances et des différences entre profils-lignes et entre profils-colonnes que l on peut analyser la liaison entre les deux variables Cette analyse va se faire au moyen de deux Analyses en Composantes Principales (ACP) un peu particulières 213 La méthode On réalise l ACP du tableau des profils-lignes (les individus de cette ACP sont les lignes de la table de contingence, c est-à-dire les modalités de X) et l on fait la représentation graphique des individus, donc des modalités de X (dans cette ACP particulière, on ne s intéresse pas au graphique des variables) On a un seul graphique si on ne conserve que deux dimensions, plusieurs dans le cas contraire On réalise d autre part l ACP du tableau des profils-colonnes (les individus de cette ACP sont maintenant les colonnes de la table de contingence, c est-à-dire les modalités de Y ) et l on fait la représentation graphique des individus, donc des modalités de Y On montre que ces deux ACP se correspondent (ce qui est normal, puisque leurs données sont extraites de la même table de contingence) et qu il est donc légitime de superposer les deux représentations graphiques On obtient ainsi un graphique de type nuage de points (ou un ensemble de graphiques si on conserve plus de deux dimensions), représentant à la fois les modalités de X et celles de Y C est l interprétation de ce(s) graphique(s), pour laquelle on dispose d un certain nombre d indicateurs, qui permet d expliciter la liaison entre les deux variables considérées En particulier, on s attache à étudier les correspondances entre les modalités de X et celles de Y, d où le nom de la méthode Signalons que la distance entre profils (lignes ou colonnes), utilisée pour réaliser chaque ACP, est un peu particulière : ce n est pas la distance usuelle, mais la distance dite du khi-deux Elle est expliquée dans le point 222, avec la notion d inertie

22 EXEMPLE ILLUSTRATIF 17 22 Exemple illustratif L exemple considéré dans ce paragraphe est relatif aux exploitations agricoles de la région Midi- Pyrénées Les données proviennent des Tableaux Économiques de Midi-Pyrénées, publiés par la Direction Régionale de Toulouse de l INSEE, en 1996 (données relatives à l année 1993 ; chiffres arrondis à la dizaine près) 221 Les données Elles sont reproduites ci-dessous Exemple 1 Répartition des exploitations agricoles de la région Midi-Pyrénées selon le département et la SAU (en 1993) INF05 S0510 S1020 S2035 S3550 SUP50 ARIE 870 330 730 680 470 890 AVER 820 1260 2460 3330 2170 2960 HG 2290 1070 1420 1830 1260 2330 GERS 1650 890 1350 2540 2090 3230 LOT 1940 1130 1750 1660 770 1140 HP 2110 1170 1640 1500 550 430 TARN 1770 820 1260 2010 1680 2090 TG 1740 920 1560 2210 990 1240 Les 73 000 exploitations agricoles de la région Midi-Pyrénées ont été ventilées dans cette table de contingence selon le département (en lignes, 8 modalités) et la SAU (Surface Agricole Utilisée, en colonnes, 6 classes) Codes des départements : ARIE = Ariège ; AVER = Aveyron ; HG = Haute-Garonne ; GERS = Gers ; LOT = Lot ; HP = Hautes-Pyrénées; TARN = Tarn ; TG = Tarn-et-Garonne Codes des classes de SAU : INF05 = moins de 5 hectares ; S0510 = entre 5 et 10 hectares ; SUP50 = plus de 50 hectares On notera que la deuxième variable n est pas qualitative, mais quantitative continue En fait, la méthode la considère comme qualitative, ce qui signifie que l ordre naturel sur les classes n est pas du tout pris en compte On pourra toujours essayer de retrouver cet ordre lorsqu on interprètera le graphique, mais ce sera un complément par rapport à l AFC proprement dite Remarque 1 En statistique, on parle en général de variable catégorielle pour désigner soit une variable qualitative (nominale ou ordinale), soit une variable quantitative (discrète ou continue), lorsque les modalités, valeurs ou classes sont considérées comme des catégories, sans aucune structure (structure d ordre entre les modalités ou les classes, structure numérique celle de l ensemble des nombres réels entre les valeurs) Toute variable prise en compte dans une AFC est systématiquement considérée comme catégorielle C est à l utilisateur de regarder ensuite, sur le(s) graphique(s) obtenu(s), si la structure initiale, lorqu elle existe, peut être, d une façon ou d une autre, retrouvée 222 L AFC des données de l exemple 1 avec le logiciel SAS Nous présentons et commentons ci-après les principaux résultats de l AFC des données de l exemple 1 mise en œuvre avec le logiciel SAS On notera que ces résultats sont comparables à ceux fournis par la plupart des logiciels de statistique (en particulier SPSS, S-plus ou R) Le tableau initial Le premier résultat fourni par le logiciel est la table initiale, avec ses marges

18 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES Contingency Table INF05 S0510 S1020 S2035 S3550 SUP50 Sum ---------------------------------------------------------------------------- ARIE 870 330 730 680 470 890 3970 AVER 820 1260 2460 3330 2170 2960 13000 HG 2290 1070 1420 1830 1260 2330 10200 GERS 1650 890 1350 2540 2090 3230 11750 LOT 1940 1130 1750 1660 770 1140 8390 HP 2110 1170 1640 1500 550 430 7400 TARN 1770 820 1260 2010 1680 2090 9630 TG 1740 920 1560 2210 990 1240 8660 ---------------------------------------------------------------------------- Sum 13190 7590 12170 15760 9980 14310 73000 Les contributions au khi-deux Le second résultat est la valeur de l indice khi-deux (537549) qu on obtient en faisant la somme, sur l ensemble des cellules des cases de la table de contingence, des quantités (n lh n l+n +h ) 2 n n l+ n +h n (voir le chapitre 3 du cours SDE) En fait, le tableau des contributions au khi-deux fournit les quantités ci-dessus dans chaque cellule, ce qui permet de déceler facilement les cellules (autrement dit les croisements d un département et d une surface) contribuant le plus au khi-deux, donc à la définition de la liaison Contributions to the Total Chi-Square Statistic INF05 S0510 S1020 S2035 S3550 SUP50 Sum ------------------------------------------------------------------------------ ARIE 3250 1660 702 3659 975 1605 11851 AVER 99517 621 3954 9762 8679 6649 129182 HG 10842 008 4626 6287 1297 5464 28524 GERS 10540 9005 18925 000 14561 37282 90314 LOT 11862 7611 8822 1264 12392 15486 57438 HP 44682 20858 13383 596 21068 71807 172394 TARN 052 3281 7433 229 10034 2167 23196 TG 1963 043 936 6197 3177 12335 24651 ------------------------------------------------------------------------------ Sum 182707 43088 58782 27995 72182 152795 537549 Considérons, par exemple, la cellule (1,1), soit ARIE x INF05 ; on obtient : [870 (3970 13190)/73000] 2 (3970 13190)/73000 3250 Cette valeur est relativement faible (par rapport aux autres valeurs du tableau), ce qui signifie que les très petites exploitations (moins de 5 hectares) n ont rien de très particulier en Ariège Considérons maintenant la cellule (2,1), soit AVER x INF05 ; on obtient : [820 (13000 13190)/73000] 2 (13000 13190)/73000 99517 Cette valeur est la plus grande du tableau des contributions, ce qui signifie qu en Aveyron, les très petites exploitations présentent une particularité très marquée : elles sont soit très nombreuses, soit très peu nombreuses (le carré intervenant dans l expression du khi-deux supprime le signe et ne permet pas de dire quelle est celle des deux situations qui se présente) C est le tableau des profilslignes, ci-dessous, qui va permettre de lever cette ambiguïté : alors que ce type d exploitations représente entre 14 % et 29 % de l ensemble des exploitations dans les autres départements, elles ne sont que 6,3 % en Aveyron, autrement dit très peu nombreuses Ce phénomène est un élément constitutif très important de la liaison existant entre les départements et les surfaces

22 EXEMPLE ILLUSTRATIF 19 Les tableaux de profils Il s agit des deux tableaux donnant les profils-lignes pour le premier et les profils-colonnes pour le second Le logiciel SAS ne les exprime pas en pourcentages, mais en fréquences, de sorte que les sommes (en lignes pour le premier et en colonnes pour le second) valent 1 Row Profiles INF05 S0510 S1020 S2035 S3550 SUP50 ------------------------------------------------------------------------------ ARIE 0219144 0083123 0183879 0171285 0118388 0224181 --> 1 AVER 0063077 0096923 0189231 0256154 0166923 0227692 --> 1 HG 0224510 0104902 0139216 0179412 0123529 0228431 --> 1 GERS 0140426 0075745 0114894 0216170 0177872 0274894 --> 1 LOT 0231228 0134684 0208582 0197855 0091776 0135876 --> 1 HP 0285135 0158108 0221622 0202703 0074324 0058108 --> 1 TARN 0183801 0085151 0130841 0208723 0174455 0217030 --> 1 TG 0200924 0106236 0180139 0255196 0114319 0143187 --> 1 On a déjà signalé plus haut l intérêt des profils dans l analyse de la table de contingence Il est clair que ce sont les variations de profils, d une ligne à l autre ou d une colonne à l autre, qui définissent la liaison entre les deux variables considérées Elles doivent donc nécessairement être prises en compte dans l analyse de cette liaison Column Profiles INF05 S0510 S1020 S2035 S3550 SUP50 ------------------------------------------------------------------------ ARIE 0065959 0043478 0059984 0043147 0047094 0062194 AVER 0062168 0166008 0202136 0211294 0217435 0206848 HG 0173616 0140975 0116680 0116117 0126253 0162823 GERS 0125095 0117260 0110929 0161168 0209419 0225716 LOT 0147081 0148880 0143796 0105330 0077154 0079665 HP 0159970 0154150 0134758 0095178 0055110 0030049 TARN 0134193 0108037 0103533 0127538 0168337 0146052 TG 0131918 0121212 0128184 0140228 0099198 0086653 ------------------------------------------------------------------------ TOTAL 1 1 1 1 1 1 La notion d inertie en AFC Le tableau qui suit dans les sorties du logiciel SAS est relatif à la notion d inertie Avant de le détailler, nous allons essayer de préciser cette notion dans le contexte particulier de l AFC Rappelons tout d abord que la notion d inertie, ou de dispersion, est fondamentale en statistique Elle se ramène à la notion de variance dans le cas unidimensionnel (voir le chapitre 2 du cours SDE) et a déjà joué un rôle central en ACP (voir le chapitre 1) C est encore le cas en AFC où son expression a une signification particulière (elle représente l indicateur phi-deux, c est-à-dire le khi-deux divisé par n, le nombre total d observations) Tout ceci est expliqué ci-dessous, le plus simplement possible Malheureusement pour les lecteurs non mathématiciens, ces explications ne peuvent contourner une certaine technicité mathématique Que les lecteurs rebutés par ce qui suit ne s inquiètent pas et retiennent essentiellement le dernier alinéa Un profil-ligne est un élément comportant c termes (c est le nombre de colonnes de la table analysée) dont la somme vaut 1 D un point de vue mathématique, on peut donc représenter chaque profil-ligne par un vecteur dans un espace vectoriel de dimension c (en pratique, on considère IR c muni de la base canonique) Les coordonnées de ce vecteur sont les termes du profil-ligne correspondant On obtient ainsi, dans l espace considéré, un nuage de r vecteurs (r est le nombre de lignes de la table analysée) dont on peut déterminer le barycentre, c est-à-dire le point moyen (chacune des coordonnées du barycentre est la moyenne pondérée des coordonnées correspondantes de l ensemble des profils-lignes ; les pondérations sont les effectifs marginaux des lignes) Le barycentre

20 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES est le vecteur représentant le profil-ligne moyen, autrement dit, dans notre exemple, la répartition des exploitations agricoles selon les classes de SAU dans l ensemble de la région Midi-Pyrénées, tous départements confondus On peut faire le même raisonnement sur les profils-colonnes L espace considéré est alors de dimension r, on obtient dans cet espace un nuage de c points dont on peut déterminer le barycentre, représentant le profil-colonne moyen, autrement dit, dans notre exemple, la répartition des exploitations agricoles selon les départements de la région Midi-Pyrénées, indépendamment de la SAU Dans chacun des espaces vectoriels considérés ci-dessus, on peut déterminer l inertie du nuage de points par rapport à son barycentre C est la somme pondérée des carrés des distances des profils à leur barycentre (formule analogue à celle définissant la variance) Les pondérations prises en compte sont encore les effectifs marginaux (des lignes ou des colonnes selon le cas) Quant aux distances, ce sont les distances définies dans chacun des deux espaces vectoriels considérés (qui sont donc, d un point de vue mathématique, des espaces euclidiens) En fait, il ne s agit pas de la distance usuelle, mais d une distance spécifique à l AFC, appelée distance, ou encore métrique, du khi-deux Elle est construite à partir des inverses des fréquences des colonnes (dans IR c ) et de celles des lignes (dans IR r ) On peut alors vérifier que l inertie du nuage des profils-lignes, dans l espace de dimension c, et celle du nuage des profils-colonnes, dans l espace de dimension r, sont égales et ont pour expression la valeur de l indicateur phi-deux calculé sur la table de contingence considérée Les pourcentages d inertie des différentes dimensions Comme en ACP, le tableau donnant la part d inertie restituée par chaque dimension (chaque axe) permet de connaître la qualité globale des résultats (en particulier des graphiques) lorqu on conserve seulement deux ou trois dimensions Sur l exemple des exploitations agricoles, ce tableau est donné ci-dessous Inertia and Chi-Square Decomposition Singular Principal Chi- Values Inertias Squares Percents 15 30 45 60 75 ----+----+----+----+----+--- 023455 005501 401591 7471 ************************* 012210 001491 108829 2025 ******* 004894 000239 17483 325 * 002792 000078 5690 106 002328 000054 3955 074 ------- ------- 007364 537549 Les inerties totales des deux nuages (celui des profils-lignes et celui des profils-colonnes) sont identiques et se décomposent de la même manière selon les différents axes factoriels (ou axes principaux, ou axes principaux d inertie) obtenus dans l analyse Il n y a donc qu un seul tableau de résultats qui, dans la colonne Principal Inertias (inerties principales, c est-à-dire selon les axes principaux), donne les valeurs de l inertie restituée par chaque axe (c est l inertie du nuage, celui des profils-lignes ou celui des profils-colonnes, projeté sur cet axe) La somme de ces inerties est égale au phi-deux (ici 007364) Comme en ACP, le premier axe est celui qui restitue la plus grande quantité d inertie ; le second est celui qui, tout en étant orthogonal au premier (au sens de la métrique du khi-deux), en restitue aussi le maximum ; et ainsi de suite Les valeurs singulières ( Singular Values ), racines carrées positives des inerties principales, n ont pas d intérêt pratique et ne sont pas utilisées Les quantités figurant dans la colonne Chi-Squares (khi-deux) sont égales aux inerties principales multipliées par l effectif de la table de contingence C est la raison pour laquelle leur somme est égale au khi-deux (on rappelle que χ 2 = n Φ 2 ) On peut encore considérer que chaque axe de l analyse restitue une part du khi-deux, donc de la liaison entre les deux variables initiales, la plus importante pour l axe 1 et ainsi de suite

22 EXEMPLE ILLUSTRATIF 21 Les pourcentages ( Percents ) représentent les pourcentages du khi-deux restitués par chaque axe Comme en ACP, on se sert des pourcentages cumulés pour choisir la dimension à retenir Dans notre exemple, les deux premières dimensions représentent quasiment 95 % de l inertie totale On ne retiendra donc que deux dimensions, ce qui permettra de ne réaliser qu un seul graphique Remarque 2 Lorqu on réalise l AFC d une table de contingence comportant r lignes et c colonnes, avec par exemple r c, la dimension de l espace dans lequel se trouve l ensemble des résultats est c 1 (si l on a r c, cette dimension est r 1 ; de façon générale, elle vaut inf(r 1, c 1)) Ainsi, dans l exemple considéré, on a r = 8 et c = 6, ce qui explique que le tableau ci-dessus fournisse seulement 5 dimensions La diminution de un par rapport à la plus petite des deux dimensions provient du fait que la méthode opère sur des pourcentages dont le dernier peut toujours se déduire des précédents Les coordonnées des lignes et des colonnes Ce sont ces coordonnées qui permettent de réaliser le graphique représentant simultanément, selon les dimensions 1 et 2, les départements et les SAU Leur détermination se fait selon le même principe qu en ACP Nous donnons ci-dessous ces coordonnées Le graphique correspondant est donné par la Figure 1 Row Coordinates Dim1 Dim2 ------------------------------- ARIE 0037168-109849 AVER -236684 0206059 HG 0023759-157132 GERS -261525-089482 LOT 0255187 0032261 HP 0478228 0052226 TARN -102814-087061 TG 0123568 0068447 Column Coordinates Dim1 Dim2 -------------------------------- INF05 0322690-183979 S0510 0215688 0069874 S1020 0147020 0149383 S2035-047693 0106435 S3550-257888 -011834 SUP50-304488 -103492 L interprétation du graphique est donnée plus bas Les contributions à l inertie selon chaque axe On a vu que les inerties de chaque nuage (celui des profils-lignes et celui des profils-colonnes) se décomposaient, de la même façon, selon les différents axes Ici, puisqu on ne conserve que deux dimensions, on ne s intéresse qu aux inerties selon les deux premiers axes Pour chacun des deux axes retenus, les tableaux ci-dessous donnent les parts d inertie dues d abord à chaque ligne (ou département), ensuite à chaque colonne (ou classe de SAU) Ces part sont exprimées en fréquences et somment donc à 1

22 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES D i m 2 0 2 5 A V E R 0 1 5 0 0 5-0 0 5-0 1 5 s 3 5 5 0 s u p G 5 E 0 R S s 1 0 2 0 s 2 0 3 5 T G s 0 5 1 0 L O T T A R N A R I E H G i n f 0 5 H P - 0 2 5-0 5-0 4-0 3-0 2-0 1 0 0 0 1 0 2 0 3 0 4 0 5 D i m 1 Fig 21 Résultats de l AFC sur les exploitations agricoles de Midi-Pyrénées Partial Contributions to Inertia for the Row Points Dim1 Dim2 ------------------------------- ARIE 0001366 0044019 AVER 0181341 0507201 HG 0001434 0231410 GERS 0200115 0086450 LOT 0136049 0008024 HP 0421421 0018546 TARN 0025348 0067070 TG 0032927 0037281 ------------------------------- 1 1 Partial Contributions to Inertia for the Column Points Dim1 Dim2 -------------------------------- INF05 0342003 0410237 S0510 0087925 0034051 S1020 0065503 0249544 S2035 0008926 0164051 S3550 0165276 0001284 SUP50 0330367 0140833 -------------------------------- 1 1 Comment détermine-t-on ces contributions? Si on désigne par c k l la coordonnée du département numéro l (l = 1,, 8) sur l axe k (k = 1, 2), l inertie selon l axe k vaut : La part du département l vaut donc : I k = r l=1 n l+ n (ck l )2 n l+ n (ck l )2 I k Prenons l exemple de l Aveyron (l = 2) sur l axe 1 (k = 1) Le tableau des inerties fournit : I 1 = 005501 Celui des coordonnées fournit : c 1 2 = 0236684 Enfin, la table de contingence initiale permet d écrire : n 2+ n = 13 On en déduit que la contribution de l Aveyron à l inertie du 73

22 EXEMPLE ILLUSTRATIF 23 nuage des départements selon l axe 1 vaut : 13 73 (0236684)2 01813, 005501 valeur donnée dans le tableau ci-dessus Les contributions aux inerties servent à la fois à sélectionner les lignes et les colonnes les plus importantes dans l analyse (c est-à-dire dans la définition de la liaison) et, le cas échéant, à interpréter les axes des graphiques Signalons néanmoins, qu en AFC, l interprétation concrète des axes n est pas aussi fondamentale qu en ACP On ne fait cette interprétation que si elle est simple à faire et si elle facilite la compréhension des résultats Pour la faire, on utilise bien sûr le graphique, mais aussi les contributions des lignes et celles des colonnes à l inertie de leur nuage Dans l exemple considéré nous pouvons sans difficulté interpréter les axes (en particulier le premier) On voit ainsi que les départements les plus importants dans la définition de l axe 1 (ceux qui contribuent le plus à son inertie) sont les Hautes-Pyrénées, le Gers et l Aveyron Du point de vue des tailles de SAU, il s agit des très petites exploitations (INF05), des très grandes (SUP50) et des assez grandes (S3550) L axe 2, concernant les départements, est surtout déterminé par l Aveyron et la Haute-Garonne ; pour la SAU, il s agit surtout des très petites exploitations et de celles de surface comprise entre 10 et 20 hectares, puis, dans une moindre mesure, des surfaces S2035 et SUP50 Nous verrons dans le point 23 comment ces éléments interviennent dans l interprétation des résultats Les cosinus carrés Ces quantités indiquent, comme en ACP, la qualité de la représentation sur chaque axe (autrement dit sur chaque dimension) de chaque modalité (ligne ou colonne) Dans chacun des deux espaces de représentation des modalités (celui des lignes et celui des colonnes, chacun de dimension inf(r 1, c 1)), les angles dont on considère le cosinus sont les angles entre chaque vecteur représentant une modalité et l axe considéré Plus cet angle est petit, plus son cosinus (donc son carré) est proche de 1, et plus la qualité de la représentation de la modalité sur cet axe est bonne Plus cet angle est grand (proche d un angle droit), plus son cosinus (donc son carré) est proche de 0, et plus la qualité de la représentation de la modalité sur cet axe est mauvaise On utilise les carrés des cosinus car on peut les additionner selon les différentes dimensions (propriété géométrique classique) Squared Cosines for the Row Points Dim1 Dim2 ------------------------------- ARIE 0046279 0404245 AVER 0563739 0427291 HG 0020186 0882916 GERS 0889835 0104173 LOT 0951223 0015203 HP 0981701 0011708 TARN 0438847 0314675 TG 0536412 0164587 Squared Cosines for the Column Points Dim1 Dim2 -------------------------------- INF05 0751725 0244357 S0510 0819488 0086004 S1020 0447511 0462010 S2035 0128051 0637744 S3550 0919524 0001936 SUP50 0868303 0100310

24 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES % 1 0 0 9 0 8 0 7 0 6 0 5 0 4 0 3 0 2 0 1 0 0 A R I E A V E R G E R S H G H P L O T T G T A R N D e p a r t e m e n t s S A U i n f 0 5 s 0 5 1 0 s 1 0 2 0 s 2 0 3 5 s 3 5 5 0 s u p 5 0 Fig 22 Profils-lignes des départements Prenons deux exemples Le cosinus carré de l angle entre le vecteur représentant l Aveyron et le plan du graphique vaut : 05637 + 04273 = 09910 ; l angle correspondant est de 54 degrés, autrement dit, très petit L Aveyron est donc très bien représenté dans le plan Ce n est pas le cas de l Ariège dont le cosinus carré avec le même plan vaut 00463 + 04042 = 04505, ce qui correspond à un angle de 478 degrés (plus de la moitié d un angle droit) On pourra donc interpréter sans réserve la proximité, dans le plan, de l Aveyron avec tout autre département ou toute autre surface bien représentée Il faudra par contre être très prudent en ce qui concerne l Ariège 223 Interprétation des résultats Précisons tout d abord que cette interprétation se basera uniquement sur les résultats en dimension 2, puisque 95 % de l information utile (celle exprimée par la dispersion, c est-à-dire l inertie) est contenue dans ces deux seules dimensions On va d ailleurs voir que les phénomènes les plus marquants sont ceux révélés par la dimension 1 La figure 22 fournit le diagramme en barres des profils-lignes (les départements) qui permet de mieux comprendre les explications qui vont suivre (on notera que le diagramme en barres des profils-colonnes contient la même information statistique, mais que celui des profils-lignes nous paraît plus commode, dans cet exemple, pour aider l interprétation) Puisque les surfaces de SAU sont naturellement ordonnées, commençons par étudier leurs positions dans le plan La première chose remarquable est que leur ordre (rappelons le, non pris en compte dans l analyse) est strictement respecté sur l axe 1 qui est donc très structurant : il ordonne, de la droite vers la gauche, les surfaces, des plus petites aux plus grandes Par conséquent, plus un département se trouve situé à droite, plus il comporte de petites exploitations et réciproquement Ainsi, les Hautes-Pyrénées se caractérisent par la présence de nombreuses petites exploitations et la relative rareté des grandes exploitations : près de 45 % des exploitations y ont moins de 10 hectares (le Lot, qui vient juste derrière, en a moins de 37 %) ; seulement un peu plus de 13 % y ont plus de 35 hectares (là encore le Lot, juste derrière, en a déjà près de 23 %) Ce profil traduit le fait qu il s agit du département le plus montagnard de la région, comme son nom l indique d ailleurs À l opposé, l Aveyron et le Gers se caractérisent par la présence de grandes exploitations et la rareté des petites : les exploitations de plus de 35 hectares représentent près de 40 % en Aveyron et plus de 45 % dans le Gers ; celles de moins de 10 hectares représentent seulement 16 % en Aveyron et 216 % dans le Gers Les raisons géographiques en sont différentes : région de plateaux, de causses, pour l Aveyron et de plaines et de collines pour le Gers ; dans les deux cas, la géographie favorise la présence de grandes exploitations

22 EXEMPLE ILLUSTRATIF 25 On notera que la qualité de représentation en dimension 2 des départements cités est excellente (plus de 099 pour l Aveyron, le Gers et les Hautes-Pyrénées; 097 pour le Lot) ; il en va de même pour les surfaces citées (099 pour INF05 ; 091 pour S0510 ; 092 pour S3550 ; 097 pour SUP50) En ce qui concerne les contributions des départements à l axe 1, les quatre départements cités sont les seuls à avoir des contributions supérieures à 10 %, et ce de façon très nette Même chose pour les surfaces INF05, S3550 et SUP50 (S0510 est un peu en dessous de 10 %) Pour ce qui est des contributions au khi-deux, on pourra vérifier que les phénomènes déjà signalés correspondent à la presque totalité des fortes contributions (supérieures à 100) La question qui se pose ensuite est de savoir ce que l on peut dire de plus En particulier, que représente l axe 2? Ce n est pas vraiment très clair, et c est un phénomène courant que l essentiel ayant été dit sur l axe 1, le reste ne soit pas simple à interpréter Essayons néanmoins Pour les départements, les seules contributions un peu importantes sont celles de la Haute-Garonne et de l Aveyron, qui s opposent nettement sur l axe 2 Pour ce qui est des surfaces, les contributions importantes sont celles de INF05 et S1020 et, dans une moindre mesure, S2035 et SUP50 Le très petit nombre, en Aveyron, d exploitations de surface inférieure à 5 hectares a déjà été signalé (très forte contribution au khi-deux) D un autre côté, il faut également signaler, dans ce département, le grand nombre d exploitations moyennes, de SAU comprise entre 20 et 35 hectares Ceci permet donc d affiner le profil, assez particulier, de l Aveyron : beaucoup de très grandes exploitations (SUP50) et de moyennes (S2035) ; une proportion proche de la moyenne de la région pour les surfaces S1020 et S3550 ; très peu de petites exploitations de moins de 10 hectares Qu en est-il pour la Haute-Garonne? C est le seul département (avec l Ariège, mal représenté dans le plan du graphique) à avoir plus de 20 % d exploitations de moins de 5 hectares et, en même temps, plus de 20 % d exploitations de plus de 50 hectares C est aussi un département où il y a relativement peu d exploitations moyennes L ensemble de ces particularités provient de sa situation géographique, étirée selon l axe nord-sud, avec, au sud, une zone de montagne (le Comminges) et, au nord, une zone de plaines et de collines (la plaine de la Garonne et le Lauragais) Pour conclure, précisons que nous avons fait ici, à dessein, une interprétation très détaillée de cette AFC Il n est pas toujours nécessaire d entrer autant dans le détail On retiendra essentiellement que l interprétation s appuie sur le (ou les) graphique(s), nécessite le recours à différents indicateurs (contributions aux axes, contributions au khi-deux, cosinus carrés) et qu il ne faut jamais oublier qu on analyse les profils (lignes et colonnes) et que c est donc eux qu il faut regarder avant d avancer tout élément d interprétation Enfin signalons que, lorsque certains effectifs de la table de contingence initiale sont très faibles (ce qui n est pas du tout le cas ici), il faut éviter de tirer des conclusions hâtives concernant les modalités correspondantes

26 CHAPITRE 2 ANALYSE FACTORIELLE DES CORRESPONDANCES

Chapitre 3 Analyse des Correspondances Multiple Le chapitre 3 était consacré à l Analyse Factorielle des Correspondances (AFC), méthode factorielle de Statistique Descriptive Multidimensionnelle qui permet d analyser la liaison entre deux variables qualitatives (éventuellement catégorielles) Dans la mesure où elle ne peut prendre en compte que deux variables, l AFC est naturellement limitée (elle est d ailleurs parfois appelée Analyse des Correspondances Binaire, ou encore Analyse des Correspondances Simple) Dans la pratique, en particulier dans le domaine du traitement d enquêtes (ou de questionnaires), il est rare qu on se limite à deux variables (deux questions) Le problème statistique que pose alors ce type de données est l analyse de la liaison pouvant exister entre un nombre quelconque de variables qualitatives L Analyse des Correspondances Multiple (ACM) est la méthode factorielle de Statistique Descriptive Multidimensionnelle qui permet de traiter ce problème Dans son principe, l ACM est une AFC particulière Ce qui change est le tableau des données sur lequel on applique la méthode Le problème fondamental est en effet de savoir quel tableau statistique, croisant un nombre quelconque de variables qualitatives, peut généraliser la table de contingence En fait, la réponse a déjà été donnée dans le cours SDE : c est le tableau de Burt Ainsi, l ACM est une AFC réalisée sur un tableau de Burt relatif à au moins trois variables qualitatives La façon d interpréter les résultats d une ACM sera donc analogue à la façon d interpréter ceux d une AFC Malheureusement, certains indicateurs d aide à l interprétation utilisés en AFC ne sont plus valables dans le contexte de l ACM De plus, la présence d un nombre plus important de variables rend l interprétation plus délicate Une bonne maîtrise de l ACM nécessite donc une grande pratique de cette méthode (plus que de vastes connaissances mathématiques) Dans le cadre de ce cours, notre ambition se limitera à présenter rapidement la méthode et à en exposer le mécanisme d interprétation sur un exemple réel relativement simple 31 Rappels sur le tableau de Burt Nous reprenons, dans ce paragraphe, des notions déjà introduites dans le paragraphe 3 du chapitre 3 du cours SDE 311 Les données considérées Les données avec lesquelles on est amené à construire un tableau de Burt sont précisemment celles considérées dans une Analyse des Correspondances Multiple (ACM) Soit donc un nombre quelconque (noté p, p 3) de variables qualitatives, observées sur un ensemble de n individus (l échantillon considéré), chacun affecté du même poids 1 Les variables n seront notées X 1,, X p, le nombre de modalités de X j sera noté c j (j = 1,, p), et on posera c = p j=1 c j (nombre total de modalités considérées, toutes variables confondues) 27

28 CHAPITRE 3 ANALYSE DES CORRESPONDANCES MULTIPLE Remarque 3 Comme en AFC, on peut utiliser en ACM des variables catégorielles (variables qualitatives, à modalités ordonnées ou non, ou variables quantitatives, discrètes ou continues) On parle alors de catégories pour désigner soit les modalités, soit les valeurs, soit les classes, étant entendu que la structure de ces catégories (structure d ordre ou structure numérique) n est pas prise en compte par l analyse Cela rend très souple l utilisation de l ACM car c est une méthode susceptible de traiter n importe quelle nature de variable 312 Définition du tableau de Burt Nous redonnons ici la définition du tableau de Burt (sa compréhension est facilitée par l exemple donné plus bas) Rappelons qu un tableau de Burt est une généralisation particulière de la table de contingence pour un nombre quelconque p de variables qualitatives Le tableau de Burt est en fait une matrice carrée (un tableau carré) c c, constituée de p 2 sous-matrices Chacune des p sous-matrices diagonales est relative à l une des p variables ; la j ième d entre elles est carrée d ordre c j, diagonale, et comporte sur la diagonale les effectifs marginaux de X j La sous-matrice figurant dans le bloc d indice (j, j ), j j, est la table de contingence construite en mettant X j en lignes et X j en colonnes Le tableau de Burt est donc symétrique 313 Illustration Reprenons le même exemple que dans le cours SDE : on a considéré un échantillon de 797 étudiants de l Université Paul Sabatier (Toulouse III) ayant obtenu soit le DEUG A soit le DEUG B (diplômes scientifiques de premier cycle, en deux ans), et uniquement ce diplôme, durant la période 1971 1983 Trois variables ont été prises en compte : la série de bac, à 2 modalités (C, D) ; l âge d obtention du bac, à 4 modalités (moins de 18 ans, 18 ans, 19 ans, plus de 19 ans) ; la durée d obtention du DEUG, à 3 modalités (2 ans, 3 ans, 4 ans) Dans cet exemple, on a : n = 797 ; p = 3 ; c 1 = 2, c 2 = 4, c 3 = 3 ; c = 9 Le tableau de Burt correspondant est donné ci-dessous bacc bacd < 18 18ans 19ans > 19 2ans 3ans 4ans bacc 583 0 108 323 114 38 324 192 67 bacd 0 214 25 97 68 24 76 82 56 < 18 108 25 133 0 0 0 84 35 14 18ans 323 97 0 420 0 0 224 137 59 19ans 114 68 0 0 182 0 73 75 34 > 19 38 24 0 0 0 62 19 27 16 2ans 324 76 84 224 73 19 400 0 0 3ans 192 82 35 137 75 27 0 274 0 4ans 67 56 14 59 34 16 0 0 123 32 Principes de l ACM 321 Le problème Il s agit d étudier les liaisons pouvant exister entre les p variables considérées En fait, dans la mesure où les données se présentent sous forme d un tableau de Burt, juxtaposition de tables de contingence, seules les liaisons entre variables prises deux à deux sont considérées (il s agit de ce que l on appelle en statistique les interactions d ordre deux) Pour étudier ces liaisons, la démarche sera de même nature qu en AFC 322 La méthode L ACM consiste simplement à réaliser l AFC du tableau de Burt considéré On peut en effet montrer d une part que cela a un sens, d autre part que, dans le cas où l on fait l AFC du tableau de Burt relatif à deux variables qualitatives (cas où p = 2), on obtient sensiblement les mêmes résultats qu en partant de la table de contingence relative à ces deux variables : l ACM est donc bien une généralisation de l AFC

33 UN EXEMPLE ILLUSTRATIF 29 L interprétation d une ACM sera donc, dans ses grandes lignes, analogue à celle d une AFC Le problème est que certains indicateurs d aide à l interprétation utilisés en AFC ne sont plus valables en ACM, ce qui rend plus délicate son interprétation De plus, la présence d un nombre plus important de variables complique encore les choses Une bonne maîtrise de l ACM nécessite donc une grande pratique de cette méthode 33 Un exemple illustratif Cet exemple concerne des étudiants inscrits pour la première fois à l Université des Sciences Sociales de Toulouse (Toulouse I) à l automne 1990, en première année de DEUG de droit, et suivis jusqu en 1996 331 Les données Il y a 1635 étudiants pris en compte (n = 1635) et 5 variables qualitatives (p = 5) Les variables sont les suivantes : le sexe, à 2 modalités : fille, gars ; la série de bac, à 5 modalités : baca, bacb, baccoud, bacg, autbac ; l âge d obtention du bac, à 3 modalités : 18, 19, 20 ; la Catégorie Socio-Professionnelle (CSP) des parents, à 6 modalités : art+com (artisans et commerçants), empl (employés), inter (professions intermédiaires), ouvr (ouvriers), prolib (professions libérales), autcsp (autres CSP) ; la réussite, au moins au DEUG, à 2 modalités : OUI, NON Les données se présentent sous la forme d un fichier à 1635 lignes et 5 colonnes dont on donne ci-dessous les trois premières et les trois dernières lignes 1 4 3 2 2 1 4 3 2 2 2 1 3 1 1 1 3 3 2 2 1 5 3 5 2 1 2 2 2 2 Remarque 4 Il faut noter ici une particularité qui est, dans la pratique, presque systématique avec ce type de données (nombreuses variables qualitatives) : les modalités de chacune des variables ont été codées 1,2 C est, bien entendu, nettement plus commode pour l enregistrement des données sur support informatique Mais, cela nécessite un recodage pour faire apparaître explicitement les modalités initiales dans un tableau ou sur un graphique En effet, si l on arrive à comprendre, dans le fichier ci-dessus, que le 2 figurant ligne 3 et colonne 1 représente une fille, tandis que le 2 figurant ligne 1 et colonne 4 représente un fils d employé, cela ne sera plus possible lorsqu on rencontrera un 2 dans un graphique Une phase de recodage des données est donc en général nécessaire avant de mettre en œuvre une ACM 332 L ACM des données Comme dans les chapitres précédents, ces données ont été traitées avec le logiciel SAS Le tableau de Burt Le premier résultat fourni est le tableau de Burt, toujours appelé Contingency Table dans SAS Bien entendu, il est plus compliqué à lire qu une table de contingence ordinaire croisant seulement deux variables Lorsqu on interprète une liaison entre deux variables (parmi toutes celles considérées), il est en général conseillé de consulter le tableau de Burt pour y lire les effectifs correspondants (il faut toujours s assurer qu on ne raisonne pas sur un effectif trop faible) On notera que les effectifs marginaux (ce sont les mêmes en lignes et en colonnes puisqu un tableau de Burt est symétrique)

30 CHAPITRE 3 ANALYSE DES CORRESPONDANCES MULTIPLE ne s interprètent pas facilement ici : chacun est égal à l effectif de la modalité correspondante multiplié par le nombre p de variables considérées (ici 5) Enfin, l effectif total est égal au nombre d observations n (ici 1635) multiplié par p 2 (ici 25), soit 40875 Contingency Table fille gars autbac baca bacb baccoud bacg fille 1014 0 32 366 339 92 185 gars 0 621 19 126 258 94 124 autbac 32 19 51 0 0 0 0 baca 366 126 0 492 0 0 0 bacb 339 258 0 0 597 0 0 baccoud 92 94 0 0 0 186 0 bacg 185 124 0 0 0 0 309 18 508 221 6 255 314 117 37 19 321 210 9 167 190 54 111 20 185 190 36 70 93 15 161 art+com 106 61 2 56 62 15 32 autcsp 232 119 20 107 91 24 109 empl 99 54 4 47 69 6 27 inter 156 98 6 70 120 21 37 ouvr 143 74 10 57 78 9 63 prolib 278 215 9 155 177 111 41 NON 550 390 45 287 265 70 273 OUI 464 231 6 205 332 116 36 ----------------------------------------------------------------------------- Sum 5070 3105 255 2460 2985 930 1545 18 19 20 art+com autcsp empl inter fille 508 321 185 106 232 99 156 gars 221 210 190 61 119 54 98 autbac 6 9 36 2 20 4 6 baca 255 167 70 56 107 47 70 bacb 314 190 93 62 91 69 120 baccoud 117 54 15 15 24 6 21 bacg 37 111 161 32 109 27 37 18 729 0 0 63 125 61 132 19 0 531 0 65 115 63 74 20 0 0 375 39 111 29 48 art+com 63 65 39 167 0 0 0 autcsp 125 115 111 0 351 0 0 empl 61 63 29 0 0 153 0 inter 132 74 48 0 0 0 254 ouvr 90 62 65 0 0 0 0 prolib 258 152 83 0 0 0 0 NON 311 326 303 97 233 87 143 OUI 418 205 72 70 118 66 111 ----------------------------------------------------------------------------- Sum 3645 2655 1875 835 1755 765 1270 ouvr prolib NON OUI! Sum fille 143 278 550 464! 5070 gars 74 215 390 231! 3105 autbac 10 9 45 6! 255 baca 57 155 287 205! 2460 bacb 78 177 265 332! 2985 baccoud 9 111 70 116! 930 bacg 63 41 273 36! 1545 18 90 258 311 418! 3645

33 UN EXEMPLE ILLUSTRATIF 31 19 62 152 326 205! 2655 20 65 83 303 72! 1875 art+com 0 0 97 70! 835 autcsp 0 0 233 118! 1755 empl 0 0 87 66! 765 inter 0 0 143 111! 1270 ouvr 217 0 143 74! 1085 prolib 0 493 237 256! 2465 NON 143 237 940 0! 4700 OUI 74 256 0 695! 3475 ---------------------------------------------------------- Sum 1085 2465 4700 3475! 40875 Les pourcentages d inertie des différentes dimensions Le tableau suivant donne les valeurs propres, ou inerties selon les axes (Principal Inertias), la décomposition du khi-deux sur les axes et les pourcentages d inertie restitués par chaque axe Inertia and Chi-Square Decomposition Singular Principal Chi- Values Inertias Squares Percents 3 6 9 12 15 ----+----+----+----+----+--- 061285 037558 338743 1445% ************************ 050322 025323 228388 974% **************** 048110 023145 208751 890% *************** 047320 022392 201958 861% ************** 045086 020328 183336 782% ************* 044737 020014 180507 770% ************* 044171 019510 175967 750% ************* 043237 018694 168607 719% ************ 042231 017835 160855 686% *********** 040973 016788 151411 646% *********** 038679 014961 134933 575% ********** 036548 013358 120476 514% ********* 031771 010094 91039 388% ****** ------- ------- 260000 2344971 Le problème est que ce tableau ne peut pas s interpréter comme les tableaux analogues rencontrés en ACP et en AFC En effet, le tableau de Burt contient beaucoup d informations redondantes (en particulier, il est symétrique et tous les effectifs sont répétés deux fois) Les pourcentages ci-dessus étant relatifs à la totalité de l information contenue dans le tableau, il sont donc largement sous-estimés Ainsi, les deux premiers axes de cette analyse ne représentent pas 2419 % de la dispersion totale (1445 + 974), mais davantage Malheureusement, on ne peut pas savoir quel est le pourcentage réel Ces pourcentages sont donc à prendre uniquement à titre indicatif Les coordonnées des modalités et leurs contributions à l inertie Seulement deux ensembles de résultats sont pris en compte ici : les coordonnées des colonnes sur les axes, permettant de réaliser le (ou les) graphique(s), selon le nombre d axes retenus (deux ou plus) ; les contributions des colonnes à l inertie (la dispersion) selon chaque axe, qui s interprettent exactement comme en AFC Les autres quantités utilisées en AFC (les contributions au khideux, les profils et les cosinus carrés) n ont plus d interprétation directe en ACM et ne sont en général pas utilisées Remarque 5 Le tableau de Burt étant symétrique, ses lignes et ses colonnes sont identiques Les éléments de l ACM relatifs aux lignes sont donc identiques à ceux relatifs aux colonnes et, par conséquent, ne sont pas fournis

32 CHAPITRE 3 ANALYSE DES CORRESPONDANCES MULTIPLE Nous donnons ci-après les coordonnées de l ensemble des modalités sur les deux premiers axes (par soucis de simplicité, nous n utiliserons ici que les deux premiers axes), puis leurs contributions à l inertie de chacun de ces axes Column Coordinates Dim1 Dim2 fille -011125-053743 gars 018165 087754 autbac 162701 056575 baca -021630-081059 bacb -040520 009334 baccoud -091295 155368 bacg 140826 008171 18-068841 -011547 19 009059-016661 20 121001 046039 art+com 005265-036354 autcsp 065135-025675 empl -002064-068415 inter -022781-014436 ouvr 051077-029683 prolib -058262 072329 NON 057376-000691 OUI -077603 000935 Partial Contributions to Inertia for the Column Points Dim1 Dim2 fille 0004087 0141475 gars 0006674 0231007 autbac 0043970 0007885 baca 0007497 0156160 bacb 0031923 0002513 baccoud 0050491 0216889 bacg 0199587 0000997 18 0112521 0004695 19 0001419 0007120 20 0178820 0038396 art+com 0000151 0010661 autcsp 0048500 0011177 empl 0000021 0034593 inter 0004293 0002557 ouvr 0018438 0009236 prolib 0054504 0124588 NON 0100786 0000022 OUI 0136315 0000029 Le graphique Le graphique de l ensemble des modalités selon les deux premières dimensions est donné par la figure 1 333 Interprétation Nous interprèterons seulement les deux premières dimensions : c est suffisant ici et, de plus, l interpétation de toute autre dimension se fait selon le même principe Le principe général est de repérer les modalités ayant des contributions importantes aux axes et de regarder ensuite leur positionnement sur le graphique

33 UN EXEMPLE ILLUSTRATIF 33 D i m e n s i o n 2 2 b a c C o u D 1 p r o l i b g a r s a u t b a c 2 0 b a c B b a c G 0 O U I N O N 1 8 i n t e r 1 9 a r t + c o m o a u u v t r c s p f i l l e e m p l b a c A - 1-1 0 1 2 D i m e n s i o n 1 Fig 31 Représentation graphique selon les deux premières dimensions Sur l axe 1, ces contributions sont celles du bac G (pratiquement 20 %), des bacheliers de 20 ans ou plus (près de 18 %), de ceux de 18 ans ou moins (un peu plus de 11 %) et de la réussite ou de l échec (136 % et 10 % respectivement) En observant le graphique, on voit que l axe 1 discrimine la réussite, à gauche, et l échec, à droite On peut donc l interpréter essentiellement comme l axe d opposition entre la réussite et l échec au DEUG de Droit Les modalités repérées ci-dessus (fortes contributions à l axe 1) et proches de l échec sont le bac G et l obtention tardive du bac ; la modalité proche de la réussite est l obtention du bac jeune On voit donc que le facteur prépondérant de la réussite à ce DEUG est l âge d obtention du bac (autrement dit, la qualité de la scolarité secondaire) De plus, le bac G semble mal adapté aux études de droit Sur l axe 2, les contributions les plus importantes sont celles des garçons (un peu plus de 23 %) et des filles (un peu plus de 14 %), des bacs C ou D (217 %), du bac A (156 %) et des professions libérales (environ 125 %) On remarque encore une nette discrimination, selon l axe 2, entre les garçons, en haut, et les filles, en bas Les garçons sont le plus souvent titulaires d un bac C ou D et ont souvent des parents appartenant aux professions libérales, tandis que les filles sont plus souvent titulaires d un bac A, sans que cela soit clairement lié à la réussite ou à l échec Il s agit d un phénomène bien marqué dans l enseignement secondaire et que l on retrouve ici comme sous-produit de notre analyse Remarque 6 Pour terminer, on notera la particularité suivante : dans une ACM, toutes les variables prises en compte jouent, a priori, le même rôle : l analyse ne peut en privilégier aucune Néanmoins, dans la pratique, il est fréquent qu une variable joue un rôle spécifique, en ce sens que c est elle que l on cherche à expliquer à partir des autres : c est exactement le cas de la variable réussite dans l exemple ci-dessus Ce rôle spécifique n apparaît, éventuellement, qu au niveau de l interprétation, autrement dit a posteriori Lorsque c est le cas, cela signifie, d une certaine manière, que l ACM a bien fonctionné, autrement dit que les variables expliquant le phénomène (ici la variable réussite ) ont bien été prises en compte et ont été mises en évidence par l analyse